核心企業(yè)資信狀況與供應(yīng)鏈金融體系發(fā)展的關(guān)系

魏源

[摘要]供應(yīng)鏈金融服務(wù)憑借多贏的效果給商業(yè)銀行和中小企業(yè)提供眾多切入的機(jī)會(huì)。隨著供應(yīng)鏈的完善、互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的進(jìn)步和銀行業(yè)務(wù)的拓展，供應(yīng)鏈金融服務(wù)呈現(xiàn)出多頭發(fā)展的趨勢(shì)，這種趨勢(shì)使得供應(yīng)鏈金融體系進(jìn)一步形成。核心企業(yè)作為整個(gè)供應(yīng)鏈條上牽手資金方和資產(chǎn)方的平臺(tái)廠商，其資信狀況必然會(huì)影響供應(yīng)鏈金融體系的發(fā)展速度與形成質(zhì)量。文章基于Logistic和Tobit回歸模型，探討核心企業(yè)資信狀況與供應(yīng)鏈金融發(fā)展體系的相互關(guān)系研究，得出結(jié)論表明核心企業(yè)資信狀況越好，供應(yīng)鏈金融關(guān)系強(qiáng)度越高，供應(yīng)鏈金融關(guān)系質(zhì)量越好，即供應(yīng)鏈金融體系發(fā)展越健全。

[關(guān)鍵詞]供應(yīng)鏈金融；核心企業(yè)資信狀況；Logistic模型；Tobit模型

[DOI]1013939/jcnkizgsc201718181

1引言

我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)金融環(huán)境在近些年來(lái)發(fā)生了重大的變化。國(guó)內(nèi)隨著經(jīng)濟(jì)金融改革的逐步深入，市場(chǎng)變化前所未有，流動(dòng)性過(guò)剩、通貨膨脹、人民幣貶值、自然災(zāi)害等問(wèn)題給我們帶來(lái)了較多的困擾，金融同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)也是越來(lái)越激烈，金融創(chuàng)新層出不窮，監(jiān)管規(guī)則日趨完善、資本約束更加具有剛性，金融脫媒日趨嚴(yán)重，這些都悄然地改變了中小企業(yè)的生存環(huán)境與發(fā)展模式。為了適應(yīng)這些變化，供應(yīng)鏈金融模式悄然而生。

供應(yīng)鏈融資，實(shí)質(zhì)上是“N+1+M”融資模式，以“1”為核心，即核心廠商，向上游N個(gè)供應(yīng)商，向下游M個(gè)供銷(xiāo)商，推廣銀行或者核心企業(yè)的一攬子金融方案。供應(yīng)鏈金融給予了中小企業(yè)全新的融資工具，這在中小企業(yè)融資難背景下，具有強(qiáng)大的生存空間；同時(shí)，又滿(mǎn)足了核心企業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的訴求，通過(guò)金融服務(wù)，變現(xiàn)其產(chǎn)業(yè)鏈生態(tài)系統(tǒng)的價(jià)值；而對(duì)于銀行等資金供給方而言，由于核心企業(yè)的隱性背書(shū)，降低了向中小企業(yè)放款的風(fēng)險(xiǎn)。這種多方共贏的生態(tài)系統(tǒng)，正是供應(yīng)鏈金融未來(lái)的商業(yè)價(jià)值和發(fā)展方向。

2文獻(xiàn)綜述與假設(shè)提出

供應(yīng)鏈金融在我國(guó)的發(fā)展比較晚，劉國(guó)忱（2013）認(rèn)為供應(yīng)鏈金融是以金融資本支撐產(chǎn)業(yè)資本，因此，構(gòu)建產(chǎn)融聯(lián)盟、提升核心企業(yè)資信狀況能帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)；與此同時(shí)，核心企業(yè)的資信狀況又可以通過(guò)企業(yè)基本狀況和企業(yè)綜合實(shí)力體現(xiàn)出來(lái)，朱文貴（2007）的研究就得出結(jié)論：規(guī)模越大的企業(yè)，資信狀況越好，越有利于供應(yīng)鏈融資的進(jìn)行。而供應(yīng)鏈關(guān)系契約強(qiáng)度可以體現(xiàn)出供應(yīng)鏈金融發(fā)展體系建設(shè)的一方面，為此提出假設(shè)1：

H1：核心企業(yè)資信狀況越好，供應(yīng)鏈金融關(guān)系契約強(qiáng)度越高。

饒品貴和姜國(guó)華（2011）的研究指出，由于“信貸歧視”以及預(yù)算軟約束的存在，國(guó)有企業(yè)獲得銀行信貸資源的可能性更高，民營(yíng)公司獲得信貸的可能性則要低得多。這種融資劣勢(shì)的存在，使得非國(guó)有中小企業(yè)往往更傾向于在二級(jí)市場(chǎng)尋求供應(yīng)鏈融資，因而上下游企業(yè)之間的依賴(lài)程度會(huì)進(jìn)一步增加，合作頻率也會(huì)相應(yīng)增加，這更要求核心企業(yè)的資信狀況有所提高才能滿(mǎn)足這些融資者的需求，因而提出假設(shè)2：

H2：核心企業(yè)資信狀況越好，供應(yīng)鏈金融關(guān)系質(zhì)量越高，上下游企業(yè)合作頻率越高。

3研究方法設(shè)計(jì)

31樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究使用的上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，第一大股東持股比例，行業(yè)類(lèi)別數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)；供應(yīng)鏈融資關(guān)系強(qiáng)度和質(zhì)量信息數(shù)據(jù)取自銳思（Resset）金融數(shù)據(jù)庫(kù)，管理者素質(zhì)等定性數(shù)據(jù)來(lái)源于色諾芬CCER數(shù)據(jù)庫(kù)，小部分?jǐn)?shù)據(jù)從中國(guó)證監(jiān)會(huì)官網(wǎng)和供應(yīng)鏈金融各個(gè)核心企業(yè)官網(wǎng)上手工搜集補(bǔ)充得到。

考慮到供應(yīng)鏈金融在我國(guó)出現(xiàn)的時(shí)間并不久，因此本研究選擇供應(yīng)鏈金融體系在我國(guó)初具規(guī)模后開(kāi)始，以2012—2016年中國(guó)A股上市公司在這期間進(jìn)行的供應(yīng)鏈融資數(shù)據(jù)作為研究樣本。初始樣本包括2782個(gè)核心企業(yè)年度觀測(cè)值，然后使用STATA13軟件進(jìn)行縮尾處理，剔除一些極端數(shù)值，最后得到2341個(gè)公司年度觀測(cè)值的非平衡面板數(shù)據(jù)。

32統(tǒng)計(jì)分析方法與變量設(shè)計(jì)

參照田美玉（2016）的研究，使用供應(yīng)鏈融資關(guān)系強(qiáng)度和質(zhì)量來(lái)衡量供應(yīng)鏈金融體系的發(fā)展。被解釋變量為核心企業(yè)進(jìn)行供應(yīng)鏈融資當(dāng)年的供應(yīng)鏈融資關(guān)系強(qiáng)度與質(zhì)量，首先設(shè)置虛擬變量Srs，表示核心企業(yè)與上下游企業(yè)的供應(yīng)鏈融資關(guān)系強(qiáng)度；其次用Srq表示核心企業(yè)與上下游企業(yè)的供應(yīng)鏈融資關(guān)系質(zhì)量。由于被解釋變量Srs的取值是離散的二元選擇模型，因此對(duì)于供應(yīng)鏈融資關(guān)系強(qiáng)度的統(tǒng)計(jì)方法選擇使用Logistic回歸模型檢驗(yàn)，具體如下：（其中p為供應(yīng)鏈上下游雙方有長(zhǎng)期供銷(xiāo)合同的概率）

ln（p1-p）=β0+β1MQ+β2Debt+β3size+β4prof+β5grow+β6cr+β7cfr+ε（1）

考慮到供應(yīng)鏈融資關(guān)系質(zhì)量用核心企業(yè)和融資企業(yè)合作頻率來(lái)衡量，而這兩者之間在固定時(shí)期內(nèi)的合作次數(shù)有可能是0，這樣一來(lái)，Srq作為因變量時(shí)得到的觀測(cè)值并不連續(xù)，為解決這一問(wèn)題，筆者參照黃蓮琴（2011）等的做法選擇使用Tobit回歸模型，這種模型能夠很好地應(yīng)對(duì)上述問(wèn)題，得到較好的擬合效果。但是Tobit模型有兩類(lèi)，筆者首先進(jìn)行了混合Tobit回歸，并使用聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，得到的結(jié)果擬合優(yōu)度為負(fù)值，之后，筆者進(jìn)行了隨機(jī)效應(yīng)的面板Tobit回歸，回歸列表底部的LR檢驗(yàn)結(jié)果強(qiáng)烈拒絕不存在個(gè)體效應(yīng)的原假設(shè)，因此使用隨機(jī)效應(yīng)的Tobit模型比較恰當(dāng)，具體如下：

Srq=α0+αiXit+control+ε（2）

解釋變量由四類(lèi)組成，參照陳玉罡（2011）的做法，以管理者在行業(yè)內(nèi)持續(xù)經(jīng)營(yíng)年限>8年時(shí)，MQ取1為管理者素質(zhì)優(yōu)良的樣本，在此基礎(chǔ)上，設(shè)置了盈利能力、償債能力和公司規(guī)模的二級(jí)解釋變量，同時(shí)控制了行業(yè)變量和年度變量。具體變量設(shè)定情況如表1所示。

表1變量定義

變量類(lèi)型變量符號(hào)含義計(jì)算方法

被解釋變量：供應(yīng)鏈融資體系發(fā)展Srs供應(yīng)鏈融資關(guān)系強(qiáng)度因變量，當(dāng)供應(yīng)鏈上下游雙方有長(zhǎng)期供銷(xiāo)合同時(shí)，Srs取值為1，反之取值為0

Srq供應(yīng)鏈融資關(guān)系質(zhì)量核心企業(yè)和融資企業(yè)合作頻率（固定時(shí)期內(nèi)合作次數(shù)）

解釋變量：核心企業(yè)資信狀況MQ管理者素質(zhì)優(yōu)良因變量，當(dāng)核心企業(yè)管理者在行業(yè)內(nèi)持續(xù)經(jīng)營(yíng)年限>8時(shí)，MQ取1，反之取值為0

Prof盈利能力凈資產(chǎn)收益率[凈利潤(rùn)×2/（本年期初凈資產(chǎn)+本年期末凈資產(chǎn)）]

Debt償債能力流動(dòng)資產(chǎn)/流動(dòng)負(fù)債

Size公司規(guī)模年末資產(chǎn)總額的自然對(duì)數(shù)

4實(shí)證結(jié)果與分析

41描述性統(tǒng)計(jì)

表2為變量的描述性統(tǒng)計(jì)。由表2可知，供應(yīng)鏈融資關(guān)系強(qiáng)度（Srs）的均值為074，可知供應(yīng)鏈上下游雙方有長(zhǎng)期供銷(xiāo)合同的公司占總樣本的74%；供應(yīng)鏈融資關(guān)系質(zhì)量（Srq）的均值為227%，說(shuō)明核心企業(yè)和融資企業(yè)合作頻率比較高，每隔固定周期內(nèi)的合作次數(shù)均在2次以上；樣本企業(yè)管理者素質(zhì)優(yōu)良（MQ）的均值為 0376，標(biāo)準(zhǔn)差為 0484，中位數(shù)為0，說(shuō)明樣本企業(yè)中有4成左右的核心企業(yè)管理者在行業(yè)內(nèi)持續(xù)經(jīng)營(yíng)年限超過(guò)了8年，總體來(lái)說(shuō)，核心企業(yè)的管理者素質(zhì)比較高；樣本企業(yè)盈利能力（prof）的均值為0094，中位數(shù)為0088，說(shuō)明樣本公司的盈利能力平均水平比較低；就控制變量而言，樣本企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿（lev）的均值為0434，標(biāo)準(zhǔn)差為0231，中位數(shù)為0431，中位數(shù)與均值較為接近，表明分布的偏度較小，同時(shí)也表明樣本企業(yè)的負(fù)債情況基本處于正常的范圍內(nèi)；大股東控股比例（cr）的均值3463%與中位數(shù)329%較為接近，但其最大值8999%與最小值218%反映出樣本公司的大股東持股比例相差較為懸殊；公司成長(zhǎng)性（grow）的均值4382高于中位數(shù)3286，從其最大值、最小值和標(biāo)準(zhǔn)差1943來(lái)看，各樣本公司間的成長(zhǎng)性差異還是非常大的。

42相關(guān)性分析

表3為變量的相關(guān)性分析結(jié)果。從表3可以看出核心企業(yè)管理者素質(zhì)（MQ）與供應(yīng)鏈融資關(guān)系強(qiáng)度（Srs）和供應(yīng)鏈融資關(guān)系質(zhì)量（Srq）都呈現(xiàn)正向相關(guān)性，并且結(jié)果顯著；同時(shí)，從控制變量的角度來(lái)看，財(cái)務(wù)杠桿和公司成長(zhǎng)性與供應(yīng)鏈融資關(guān)系強(qiáng)度和質(zhì)量負(fù)相關(guān)，其余的控制變量包括公司規(guī)模、盈利能力、大股東持股比例和資產(chǎn)獲現(xiàn)率均和現(xiàn)金股利支付意向與力度正相關(guān)；從各個(gè)變量之間系數(shù)的大小來(lái)看，解釋變量與各個(gè)控制變量之間的相關(guān)系數(shù)均在05以下，因此各個(gè)變量之間不存在多重共線(xiàn)性的問(wèn)題，不會(huì)對(duì)后續(xù)的Logistic和Tobit回歸形成干擾。

43假設(shè)檢驗(yàn)（Logistic與Tobit回歸分析）

表4為供應(yīng)鏈融資關(guān)系強(qiáng)度的Logistic回歸結(jié)果和供應(yīng)鏈融資關(guān)系質(zhì)量的Tobit回歸結(jié)果，括號(hào)里面的數(shù)值為P值。樣本數(shù)據(jù)為非平衡面板數(shù)據(jù)，因此筆者控制了行業(yè)變量和年份變量，邏輯回歸的樣本觀測(cè)值有2564個(gè)。表4匯報(bào)了六個(gè)邏輯回歸模型的結(jié)果，其中，模型（1）單獨(dú)檢驗(yàn)管理者素質(zhì)優(yōu)良對(duì)供應(yīng)鏈融資關(guān)系強(qiáng)度的影響，模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上加入了管理者素質(zhì)與企業(yè)償債能力的交乘項(xiàng)；模型（3）在模型（1）的基礎(chǔ)上加入了管理者素質(zhì)與企業(yè)盈利能力的交乘項(xiàng)。相應(yīng)地，模型（4）單獨(dú)檢驗(yàn)管理者素質(zhì)優(yōu)良對(duì)供應(yīng)鏈融資關(guān)系質(zhì)量的影響，六個(gè)模型的準(zhǔn)R平方都在026以上，表明模型的擬合程度較好。

由模型（1）和模型（4）的回歸結(jié)果可知：管理者素質(zhì)（MQ）的系數(shù)為153和003，并且在1%的水平上顯著，說(shuō)明核心企業(yè)管理者的素質(zhì)越高，供應(yīng)鏈融資關(guān)系強(qiáng)度和質(zhì)量越高，即供應(yīng)鏈融資體系的發(fā)展越好，這初步驗(yàn)證了假設(shè)1和假設(shè)2。加入了償債能力和盈利能力的交乘項(xiàng)之后，供應(yīng)鏈融資關(guān)系強(qiáng)度和質(zhì)量進(jìn)一步增高，并且都在5%的水平顯著為正，而核心企業(yè)的償債能力和盈利能力最能夠反應(yīng)企業(yè)的資信狀況，交乘項(xiàng)的結(jié)果系數(shù)說(shuō)明核心企業(yè)盈利能力越強(qiáng)，同時(shí)管理者的素質(zhì)越高，越容易獲取供應(yīng)鏈上下游企業(yè)的信任，從而供應(yīng)鏈融資關(guān)系的強(qiáng)度和質(zhì)量也就越好，進(jìn)一步說(shuō)，也就越有利于供應(yīng)鏈金融這一整個(gè)中小企業(yè)融資體系的發(fā)展，這也有力地驗(yàn)證了假設(shè)1和假設(shè)2。

44穩(wěn)健性檢驗(yàn)

參考朱文貴（2015）的做法，筆者對(duì)一些變量進(jìn)行了替換。使用總資產(chǎn)收益率ROA來(lái)替換凈資產(chǎn)收益率對(duì)盈利能力進(jìn)行衡量；管理者素質(zhì)優(yōu)良的年限從8年降低到5年；使用主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的自然對(duì)數(shù)替代公司總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)來(lái)作為公司規(guī)模的衡量指標(biāo)，同時(shí)，增加一些公司治理的控制變量：公司現(xiàn)金持有水平、獨(dú)立董事占比等。分別以全樣本和子樣本為研究對(duì)象，重復(fù)上述的回歸過(guò)程，得出的回歸結(jié)果顯示，本研究的主要結(jié)論均保持穩(wěn)定。

5研究結(jié)論

本文以2012—2016年的A股發(fā)生供應(yīng)鏈融資的上市公司為研究樣本，著重研究了核心企業(yè)資信狀況對(duì)供應(yīng)鏈融資關(guān)系強(qiáng)度和質(zhì)量的影響，結(jié)果證實(shí)核心企業(yè)資信狀況越好，供應(yīng)鏈金融關(guān)系契約強(qiáng)度越高，供應(yīng)鏈金融關(guān)系質(zhì)量越高，上下游企業(yè)合作頻率越高。本文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明上述結(jié)果具有穩(wěn)定性。本文的研究結(jié)果豐富了有關(guān)供應(yīng)鏈金融體系發(fā)展決定因素的文獻(xiàn)，也為中小企業(yè)進(jìn)行供應(yīng)鏈融資模式的規(guī)范、核心企業(yè)資信狀況的制定和調(diào)整提供了實(shí)踐上的啟示和依據(jù)。

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